我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的區(qū)域差異及影響因素
——基于DEA-Malmquist指數(shù)省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

王留鑫，洪名勇

(1.西北大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，陜西 西安 710127； 2.貴州大學(xué) 管理學(xué)院，貴州 貴陽(yáng) 550025)

一、引 言

改革開(kāi)放后我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要依靠要素驅(qū)動(dòng)，這種生產(chǎn)方式雖然實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)，但單純依靠要素投入是不可持續(xù)的，尤其在我國(guó)資源環(huán)境約束趨緊的形勢(shì)下，經(jīng)濟(jì)發(fā)展所面臨的瓶頸約束更加凸顯，原有的低成本要素投入已不可維持。伴隨著城鎮(zhèn)化的推進(jìn)，農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到城鎮(zhèn)，農(nóng)村也面臨著“誰(shuí)來(lái)種地”的問(wèn)題，這迫使農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素面臨再配置的問(wèn)題。面對(duì)農(nóng)業(yè)要素投入衰減的趨勢(shì)，未來(lái)農(nóng)業(yè)的發(fā)展依靠全要素生產(chǎn)率的提高已成大勢(shì)所趨。

我國(guó)地域遼闊，自然條件和經(jīng)濟(jì)社會(huì)條件差異明顯，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)具有很強(qiáng)的地域性，所以從全國(guó)整體視角研究我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率很有價(jià)值，可以探究我國(guó)農(nóng)業(yè)在地區(qū)間是否存在異質(zhì)性，驗(yàn)證各地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力是否一致，同時(shí)，也可量化分析農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率對(duì)農(nóng)業(yè)發(fā)展的貢獻(xiàn)程度如何。而且可以依據(jù)不同階段農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的演進(jìn)軌跡來(lái)判斷各地區(qū)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展是否存在收斂，以及不同區(qū)域間農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的差異受哪些因素影響。本文基于1997～2014年31個(gè)省(自治區(qū))數(shù)據(jù)分析農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的演變軌跡、收斂情況以及影響因素，以更好地揭示我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展的空間布局情況，有助于實(shí)施更加完善的農(nóng)業(yè)政策。

二、文獻(xiàn)綜述

研究農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率主要有兩種方法：以隨機(jī)前沿分析法為代表的參數(shù)法和以DEA—Malmquist法為代表的非參數(shù)法。這兩種研究方法各有優(yōu)勢(shì)和缺點(diǎn)，但考慮到DEA-Malmquist方法不需要設(shè)定嚴(yán)格前提假設(shè)的函數(shù)形式，而且對(duì)數(shù)據(jù)類(lèi)型要求不高，可以處理不同量綱的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，能更簡(jiǎn)潔地分解出全要素生產(chǎn)率的各組成部分，為此，本文選取DEA—Malmquist非參數(shù)方法測(cè)算農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率及其各分解項(xiàng)。表1從樣本選擇、投入產(chǎn)出變量以及研究結(jié)論方面總結(jié)了近年來(lái)采用DEA非參數(shù)法研究農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的既有文獻(xiàn)。

表1 采用DEA非參數(shù)法研究農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的相關(guān)文獻(xiàn)

從以上研究可以發(fā)現(xiàn)：第一，研究所選時(shí)間段不同，最早的研究從1978年開(kāi)始，最近的研究為2012年。第二，所選省份為28個(gè)、29個(gè)、30個(gè)或31個(gè)。第三，在投入—產(chǎn)出變量的選擇上也有差異。有的用農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值作為產(chǎn)出變量，有的用第一產(chǎn)業(yè)增加值作為產(chǎn)出變量，還有的用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)總值作為產(chǎn)出變量。在投入變量上，大多會(huì)選取土地、勞動(dòng)力、機(jī)械、化肥等變量，也會(huì)出現(xiàn)役畜、用電量等個(gè)別有差異的變量。第四，在分析結(jié)果上，大多認(rèn)為農(nóng)業(yè)TFP存在差異，但對(duì)于農(nóng)業(yè)TFP是否存在收斂，結(jié)論存在差異。由上可以看出，不管是數(shù)據(jù)年份的延展、省份的拓展，還是投入—產(chǎn)出變量的選取上，對(duì)農(nóng)業(yè)TFP的研究仍有很多值得嘗試和探討的地方。

而且從既有研究可以看出，對(duì)農(nóng)業(yè)TFP的研究一直都很受重視，除測(cè)算農(nóng)業(yè)TFP增長(zhǎng)率外，對(duì)于農(nóng)業(yè)TFP的演變趨勢(shì)、貢獻(xiàn)因子的研究仍值得挖掘。同時(shí)，除了既有對(duì)農(nóng)業(yè)TFP斂散性的研究外，還可深入分析影響農(nóng)業(yè)TFP斂散性變動(dòng)的因素是什么。為此，本文基于1997～2014年31個(gè)省份數(shù)據(jù)，利用DEA—Malmquist方法測(cè)算省際農(nóng)業(yè)TFP，分析農(nóng)業(yè)TFP演變軌跡，依據(jù)農(nóng)業(yè)TFP的分解項(xiàng)分析其增長(zhǎng)動(dòng)力，研究農(nóng)業(yè)TFP的斂散性，分析導(dǎo)致農(nóng)業(yè)TFP存在區(qū)域差異的影響因素。

三、方法和數(shù)據(jù)

DEA-Malmquist方法的原理是在每一時(shí)點(diǎn)實(shí)際的生產(chǎn)基礎(chǔ)上構(gòu)建生產(chǎn)前沿面，然后將非DEA有效決策單位投影到DEA有效生產(chǎn)前沿包絡(luò)面上，進(jìn)而依據(jù)兩者的偏離程度衡量各決策單位的相對(duì)效率。根據(jù)DEA-Malmquist指數(shù)法，在規(guī)模報(bào)酬不變和要素強(qiáng)可處置條件下，t期生產(chǎn)可能性集合Pt形式如下：

(1)

式(1)中z表示密度變量，反映單個(gè)決策單位評(píng)價(jià)技術(shù)效率時(shí)的權(quán)重。依據(jù)式(1)，F(xiàn)arrell技術(shù)效率表示實(shí)際產(chǎn)出與最大產(chǎn)出的比率：

(2)

產(chǎn)出距離函數(shù)則指實(shí)際產(chǎn)出與生產(chǎn)前沿面上最大產(chǎn)出的差距范圍，它用技術(shù)效率的倒數(shù)表示如下：

(3)

基于Caves等(1982)[12]的研究，以t期(以及t+1期)技術(shù)作為參考，特定決策單位TFP變化可分別用如下Malmquist指數(shù)表示：

(4)

在上述研究基礎(chǔ)上，F(xiàn)are等(1992)[13]用兩個(gè)Malmquist指數(shù)的平均值計(jì)算TFP增長(zhǎng)率。在規(guī)模報(bào)酬不變情況下，以時(shí)期t的技術(shù)條件為基期，Malmquist指數(shù)測(cè)度從時(shí)期t到時(shí)期t+1的經(jīng)濟(jì)效率變化，該指數(shù)用以下形式表示：

(5)

(6)

在規(guī)模報(bào)酬可變情況下，F(xiàn)are等(1994)[14]把規(guī)模報(bào)酬不變情況下的技術(shù)效率指數(shù)又進(jìn)一步分解為純技術(shù)效率指數(shù)(PEC)和規(guī)模效率指數(shù)(SEC)，即：

(7)

由此，Malmquist指數(shù)可表示為：

(8)

從數(shù)據(jù)可得性和連續(xù)性原則出發(fā)，考慮到重慶1997年列為直轄市，故本文選取的數(shù)據(jù)時(shí)間段為1997年～2014年，分析31個(gè)省份TFP的變化。參考既有研究中的變量選擇方法，并結(jié)合DEA—Malmquist方法的需要，本文選取以下投入產(chǎn)出指標(biāo)：(1)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出。本文選取農(nóng)林牧漁業(yè)總產(chǎn)值作為產(chǎn)出變量，能夠全面涵蓋農(nóng)業(yè)的真實(shí)產(chǎn)出情況，同時(shí)，為消除價(jià)格因素影響，以1997年生產(chǎn)資料價(jià)格指數(shù)為基期對(duì)農(nóng)業(yè)產(chǎn)出指標(biāo)進(jìn)行平減。(2)農(nóng)業(yè)投入。本文中農(nóng)業(yè)投入包括農(nóng)藥、化肥、薄膜、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力、農(nóng)業(yè)機(jī)械動(dòng)力、農(nóng)用柴油、灌溉面積和農(nóng)作物播種面積等。一是土地投入?？紤]到我國(guó)農(nóng)業(yè)的復(fù)種指數(shù)，本文中土地投入以農(nóng)作物播種面積來(lái)衡量，另外，考慮到農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的完善(尤其是農(nóng)田水利)，本文也選取灌溉面積來(lái)衡量土地投入。二是農(nóng)業(yè)機(jī)械投入。本文選取的農(nóng)業(yè)機(jī)械投入數(shù)值都是折合為標(biāo)準(zhǔn)值的加總動(dòng)力數(shù)。三是化肥投入量，本文所選化肥投入量都是折合為標(biāo)準(zhǔn)量值的總和值。四是農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力，本文選取第一產(chǎn)業(yè)從業(yè)人數(shù)來(lái)表示。五是農(nóng)藥、柴油和薄膜數(shù)值都是來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫(kù)給出的年總計(jì)值。

四、農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的測(cè)算分解及收斂性

(一)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的測(cè)算分解

根據(jù)1997年～2014年我國(guó)31個(gè)省份農(nóng)業(yè)的投入產(chǎn)出數(shù)據(jù)，利用DEAP2.1軟件計(jì)算Malmquist全要素生產(chǎn)率指數(shù)，得出我國(guó)農(nóng)業(yè)TFP及其各分解項(xiàng)，如表2所示。得出以下結(jié)論：第一，我國(guó)農(nóng)業(yè)TFP呈現(xiàn)持續(xù)增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，1998年～2014年我國(guó)農(nóng)業(yè)的TFP指數(shù)為1.028，意味著我國(guó)農(nóng)業(yè)TFP年均增長(zhǎng)率為2.8%。第二，從全要素生產(chǎn)率的四大組成部分來(lái)看，1998年～2014年技術(shù)效率指數(shù)、技術(shù)進(jìn)步率指數(shù)、純技術(shù)效率指數(shù)和規(guī)模效率指數(shù)分別為1.012、1.047、1.002、1.012，意味著技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步率、純技術(shù)效率和規(guī)模效率對(duì)農(nóng)業(yè)TFP增長(zhǎng)的年均貢獻(xiàn)分別為1.2%、4.7%、0.2%和1.2%。第三，從農(nóng)業(yè)TFP增長(zhǎng)率中各組成部分的貢獻(xiàn)大小來(lái)看，1997年以來(lái)，技術(shù)進(jìn)步率對(duì)農(nóng)業(yè)TFP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)作用最大，而貢獻(xiàn)作用最小者為純技術(shù)效率。第四，從農(nóng)業(yè)TFP增長(zhǎng)及其各組成部分的歷年波動(dòng)情況來(lái)看，隨著時(shí)間的前移，各項(xiàng)指標(biāo)都呈現(xiàn)出明顯的波動(dòng)性，而且波動(dòng)軌跡呈“W”形。

表2 1998～2014年我國(guó)農(nóng)業(yè)TFP及其分解

因各地區(qū)農(nóng)業(yè)自然資源稟賦差異，現(xiàn)以省(自治區(qū))為單位分析各省農(nóng)業(yè)TFP增長(zhǎng)及其組成部分，具體結(jié)果如表3所示。從各省(自治區(qū))TFP分布來(lái)看，廣東、廣西、貴州、西藏、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆的全要素生產(chǎn)率均大于1，處于最佳水平，其余省份的TFP都小于1；從東中西三大區(qū)域來(lái)看，只有西部地區(qū)的TFP大于1，而東部、中部的TFP都小于1。從各省TFP的構(gòu)成來(lái)看，19個(gè)省份的技術(shù)效率指數(shù)大于1，13個(gè)省份的技術(shù)進(jìn)步指數(shù)大于1，20個(gè)省份的純技術(shù)效率指數(shù)大于1，30個(gè)省份的規(guī)模效率指數(shù)大于1，由此可見(jiàn)，規(guī)模效率對(duì)各省TFP增長(zhǎng)的作用明顯。從三大區(qū)域的TFP構(gòu)成部分來(lái)看，東部地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步率有所惡化，而技術(shù)效率、純技術(shù)效率和規(guī)模效率對(duì)東部地區(qū)TFP的增長(zhǎng)都具有正向促進(jìn)作用。中部地區(qū)除純技術(shù)效率呈現(xiàn)正向作用外，其他三部分都呈惡化態(tài)勢(shì)。西部地區(qū)的技術(shù)進(jìn)步率和規(guī)模效率都對(duì)其TFP的增長(zhǎng)呈正向促進(jìn)作用，而技術(shù)效率與純技術(shù)效率的作用有所下降。

表3 1998年～2014年我國(guó)31個(gè)省市(自治區(qū))農(nóng)業(yè)TFP及其分解

續(xù)表3 1998～2014年我國(guó)31個(gè)省市(自治區(qū))農(nóng)業(yè)TFP及其分解

(二)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率區(qū)域間收斂性

從上文的分析結(jié)果來(lái)看，我國(guó)各地區(qū)農(nóng)業(yè)TFP存在差異，但隨著時(shí)間的推移，這種差異是收斂還是發(fā)散，仍是需要解答的一個(gè)問(wèn)題。在此，參考Bernard和Jones(1996)[15]的研究。他們認(rèn)為不同經(jīng)濟(jì)體向均衡增長(zhǎng)路徑的轉(zhuǎn)變過(guò)程中，在某一時(shí)點(diǎn)開(kāi)始縮小的初始收入差距稱(chēng)為收斂，可表示為收入增長(zhǎng)率與初始收入水平的負(fù)相關(guān)；當(dāng)?shù)貐^(qū)間產(chǎn)出水平的方差出現(xiàn)不斷縮小的情況時(shí)，稱(chēng)為σ收斂，表示某一區(qū)域內(nèi)某一變量的差異程度。根據(jù)兩種收斂的定義及研究樣本特征，本文采用σ收斂，這里借鑒李國(guó)平(2008)的研究，定義測(cè)度σ收斂的形式為：

(9)

式(9)中，TFPm(t)表示t時(shí)期第m個(gè)地區(qū)的農(nóng)業(yè)TFP，當(dāng)某一區(qū)域σt+T<σt時(shí)，這個(gè)區(qū)域農(nóng)業(yè)TFP就被認(rèn)定為存在收斂。為與本收斂值相互驗(yàn)證，選取變異系數(shù)和相對(duì)TFP比值兩個(gè)指標(biāo)，前者通過(guò)測(cè)度各省農(nóng)業(yè)TFP標(biāo)準(zhǔn)差與平均值的比來(lái)判斷其收斂與否，后者通過(guò)測(cè)度各省最高組農(nóng)業(yè)TFP與最低組農(nóng)業(yè)TFP的比值來(lái)判斷其收斂與否，兩個(gè)指標(biāo)的判斷依據(jù)都是比值是否降低，若降低即為收斂。在測(cè)算各省農(nóng)業(yè)TFP的收斂時(shí)，也用同樣的方法對(duì)東、中和西部三大區(qū)域農(nóng)業(yè)TFP的收斂情況進(jìn)行測(cè)度。

如圖1～圖4所示，從全國(guó)來(lái)看，我國(guó)農(nóng)業(yè)TFP增長(zhǎng)的絕對(duì)收斂值、變異系數(shù)、相對(duì)TFP比值的變動(dòng)軌跡表現(xiàn)出一致性，其中，絕對(duì)收斂值由1998年的0.2576增加到1999年的0.9671，然后開(kāi)始下降，一直到2006年都保持平穩(wěn)態(tài)勢(shì)，2006年之后農(nóng)業(yè)TFP增長(zhǎng)呈現(xiàn)出很大的波動(dòng)性；由變異系數(shù)的變動(dòng)軌跡可見(jiàn)，它經(jīng)過(guò)1999年的上漲后進(jìn)入下行區(qū)間，并在2004年達(dá)到0.1368的較小值，然后又開(kāi)始逐漸上漲并在2007年達(dá)到0.5333的較大值，之后也開(kāi)始了一定幅度的波動(dòng)；相對(duì)TFP比值也在1999年達(dá)到較大值，呈現(xiàn)發(fā)散的態(tài)勢(shì)，然后進(jìn)入相對(duì)平穩(wěn)的階段，直到2009年又升至最高值，呈現(xiàn)發(fā)散的態(tài)勢(shì)，然后又進(jìn)入震蕩階段。從東、中、西三大區(qū)域來(lái)看，除中部地區(qū)在2007年～2010年農(nóng)業(yè)相對(duì)TFP比值出現(xiàn)下降外，東部和西部農(nóng)業(yè)相對(duì)TFP比值與全國(guó)農(nóng)業(yè)相對(duì)TFP比值保持一致。從全國(guó)整體的時(shí)間周期來(lái)看，1998年～1999年發(fā)散，1999年～2004年收斂，2004年～2007年又發(fā)散，此后就進(jìn)入收斂—發(fā)散的波動(dòng)中。

五、農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的影響因素分析

從上文對(duì)全國(guó)和區(qū)域農(nóng)業(yè)TFP及其各分解項(xiàng)的研究以及區(qū)域農(nóng)業(yè)TFP的斂散性來(lái)看，我國(guó)農(nóng)業(yè)TFP存在區(qū)域差異，且不存在收斂，但對(duì)于TFP所表現(xiàn)出的變動(dòng)及區(qū)域差異究竟受哪些因素影響，仍有待于研究。影響農(nóng)業(yè)TFP變動(dòng)的因素很多，本文選取以下變量進(jìn)行研究：(1)灌溉面積占比(irri)，用有效灌溉面積除以耕地面積來(lái)表示，可以表示農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的投入質(zhì)量、農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施的完善程度；(2)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(indus)，用第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占全省GDP比重來(lái)衡量，表示農(nóng)業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中的地位，以及與其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相適應(yīng)的生產(chǎn)要素的調(diào)整；(3)財(cái)政支農(nóng)支出占比，用農(nóng)林水事務(wù)支出占財(cái)政支出比重來(lái)表示，用于衡量政府對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的公共產(chǎn)品供給和支持力度；(4)工資性收入占比，采用工資性收入在農(nóng)民人均純收入中的比重來(lái)衡量，代表農(nóng)戶(hù)在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)上的投入比重；(5)城鎮(zhèn)化水平，用歷年各省城鎮(zhèn)化率來(lái)衡量，城鎮(zhèn)化是農(nóng)民進(jìn)城的過(guò)程，這也勢(shì)必影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的投入和農(nóng)業(yè)人力資本的變化。

圖1 我國(guó)歷年農(nóng)業(yè)TFP斂散走勢(shì)圖

圖2 全國(guó)及各區(qū)域農(nóng)業(yè)TFP的絕對(duì)收斂值

圖3 全國(guó)及各區(qū)域農(nóng)業(yè)TFP的變異系數(shù)趨勢(shì)

圖4 全國(guó)及各區(qū)域的相對(duì)TFP比值

在模型選擇上，考慮到因變量TFP數(shù)值位于0～2之間，是受限制的被解釋變量，表現(xiàn)出明顯的斷尾特征，為此，本文選取面板Tobit模型，模型形式如下：

Yit=α+βkXit+υi+εit,υiXit,Cit∈Normal(0,σ2)

ωit=min(Yit,Cit)

(10)

式(10)中Yit表示i省在t時(shí)期的農(nóng)業(yè)TFP，Xit表示各個(gè)自變量，α和β表示待估參數(shù)，υi為個(gè)體效應(yīng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)，假定其服從正態(tài)分布。ωit和Cit分別表示密度函數(shù)和設(shè)定的截取值。根據(jù)上述設(shè)定的一般模型，本文考慮右端截取形式，即Cit=1，具體因變量選擇和截取如下：

(11)

面板Tobit回歸分析，有混合Tobit回歸和隨機(jī)Tobit回歸分析兩種選擇，考慮到回歸分析的穩(wěn)定性和可靠性，本文選取隨機(jī)Tobit回歸進(jìn)行分析。

表4 農(nóng)業(yè)TFP影響因素的面板Tobit回歸結(jié)果

從表4的農(nóng)業(yè)TFP的面板Tobit模型影響因素回歸結(jié)果來(lái)看，不同區(qū)域農(nóng)業(yè)TFP的影響因素是不同的。首先從全國(guó)來(lái)看，對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率影響最大的因素依次為城鎮(zhèn)化率、有效灌溉面積占比、財(cái)政支農(nóng)支出占比和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。當(dāng)它們分別增加1%，會(huì)引起農(nóng)業(yè)TFP分別增長(zhǎng)4.03%、1.72%、0.77%和0.43%。這是因?yàn)橛行Ч喔让娣e占比和財(cái)政支農(nóng)支出比重的提高可有效改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)條件，促進(jìn)農(nóng)業(yè)TFP的提升。城鎮(zhèn)化率的提升有利于開(kāi)展農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型，也有利于開(kāi)展一二三產(chǎn)業(yè)融合，以及發(fā)揮二、三產(chǎn)業(yè)對(duì)農(nóng)業(yè)的支持作用，從而提升農(nóng)業(yè)TFP；而工資性收入占比的提高則對(duì)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率提高有約束作用，因?yàn)楣べY性收入占比提高，會(huì)吸引農(nóng)民把更多的資源、要素投入農(nóng)業(yè)之外，這樣對(duì)農(nóng)業(yè)TFP的提升會(huì)造成不利影響。

從東中西部三大區(qū)域來(lái)看，不同區(qū)域農(nóng)業(yè)TFP的影響因素差異很大。從東部來(lái)看，城鎮(zhèn)化率、有效灌溉面積占比和財(cái)政支農(nóng)支出占比對(duì)農(nóng)業(yè)TFP有顯著的正向提升作用，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和工資性收入占比對(duì)農(nóng)業(yè)TFP的增長(zhǎng)則存在阻礙；從中部來(lái)看，工資性收入占比對(duì)農(nóng)業(yè)TFP提升有顯著阻礙作用，而其他因素則對(duì)農(nóng)業(yè)TFP有促進(jìn)作用；從西部來(lái)看，城鎮(zhèn)化率、工資性收入占比和財(cái)政支農(nóng)支出占比對(duì)農(nóng)業(yè)TFP有促進(jìn)作用，有效灌溉面積占比和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)業(yè)TFP有阻礙作用。

六、結(jié)論和建議

本文采用DEA-Malmquist法對(duì)中國(guó)31個(gè)省(自治區(qū))1997年～2014年農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行實(shí)證分析。從對(duì)我國(guó)農(nóng)業(yè)全要素生產(chǎn)率的演變趨勢(shì)及斂散性的研究中，得出如下結(jié)論：1997年～2014年我國(guó)農(nóng)業(yè)TFP年均增長(zhǎng)率為2.8%，技術(shù)進(jìn)步率對(duì)農(nóng)業(yè)TFP增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)最大。東中西部三大區(qū)域農(nóng)業(yè)TFP依次遞增，且表現(xiàn)出極大的差異性。從農(nóng)業(yè)TFP的收斂性來(lái)看，各區(qū)域農(nóng)業(yè)TFP并未表現(xiàn)出收斂。從農(nóng)業(yè)TFP的影響因素來(lái)看，城鎮(zhèn)化率、有效灌溉面積占比、財(cái)政支農(nóng)支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)業(yè)TFP有顯著正向作用，而工資性收入占比則對(duì)其有制約作用。

基于上述研究結(jié)論，提出以下建議：

第一，推進(jìn)農(nóng)業(yè)技術(shù)進(jìn)步，提高農(nóng)業(yè)技術(shù)使用效率。雖然技術(shù)進(jìn)步率對(duì)提升我國(guó)農(nóng)業(yè)TFP作用明顯，但純技術(shù)效率和規(guī)模效率的潛力還未充分顯現(xiàn)，這說(shuō)明我國(guó)的農(nóng)業(yè)技術(shù)的使用效率仍有待提高。在農(nóng)業(yè)技術(shù)的開(kāi)發(fā)研究中應(yīng)堅(jiān)持實(shí)用性、經(jīng)濟(jì)性和適用性，建立有效的農(nóng)業(yè)技術(shù)推廣機(jī)制，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)技術(shù)從研究到應(yīng)用的高效對(duì)接，使生產(chǎn)技術(shù)更快地轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力。再者，我國(guó)人多地少的實(shí)際情況，使得我國(guó)農(nóng)業(yè)技術(shù)的應(yīng)用受到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)環(huán)境和條件的制約，技術(shù)應(yīng)用的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)規(guī)模條件還沒(méi)有達(dá)到，這就需要工業(yè)化、城鎮(zhèn)化的協(xié)同發(fā)展，推進(jìn)農(nóng)民工的市民化進(jìn)程，逐步轉(zhuǎn)移農(nóng)村剩余勞動(dòng)力，為農(nóng)業(yè)的適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)創(chuàng)造有利條件。只有適時(shí)推進(jìn)制度創(chuàng)新，穩(wěn)步推進(jìn)農(nóng)業(yè)的適度規(guī)模經(jīng)營(yíng)，才能實(shí)現(xiàn)要素合理配置下的規(guī)模效應(yīng)。

第二，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)條件，大力發(fā)展生態(tài)農(nóng)業(yè)。農(nóng)業(yè)生產(chǎn)受自然地理環(huán)境條件的影響尤為明顯，尤其是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)用水在我國(guó)很多地區(qū)依然難以得到保證和滿(mǎn)足，“靠天吃飯”依然是很多農(nóng)村地區(qū)的常態(tài)，所以，政府應(yīng)加大對(duì)農(nóng)業(yè)的財(cái)政補(bǔ)貼力度，用于完善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)(尤其是西部干旱半干旱地區(qū)的農(nóng)業(yè)水利條件)，改善農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的條件，建立一批高產(chǎn)優(yōu)質(zhì)農(nóng)田。而且，在當(dāng)前資源環(huán)境約束趨緊、生態(tài)環(huán)境日益嚴(yán)峻的形勢(shì)下，應(yīng)大力推廣生態(tài)農(nóng)業(yè)、綠色農(nóng)業(yè)的生產(chǎn)方式，比如推廣農(nóng)業(yè)節(jié)水技術(shù)、合理利用化肥等農(nóng)資，實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益和生態(tài)效益的有機(jī)統(tǒng)一。

第三，充分發(fā)揮農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)融合機(jī)制。農(nóng)業(yè)作為一個(gè)弱質(zhì)產(chǎn)業(yè)，其發(fā)展受二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響很大，完全依靠農(nóng)業(yè)自身去解決“三農(nóng)”問(wèn)題是不現(xiàn)實(shí)的，而必須依靠二、三產(chǎn)業(yè)的支持和帶動(dòng)，實(shí)現(xiàn)一二三產(chǎn)業(yè)的協(xié)同發(fā)展，這既是對(duì)“四化同步”的內(nèi)涵延伸，也有利于實(shí)現(xiàn)農(nóng)村一二三產(chǎn)業(yè)的深度融合。借助這種協(xié)同發(fā)展的融合機(jī)制，依托新型工業(yè)化進(jìn)程中工業(yè)對(duì)農(nóng)業(yè)的支持，以及城鎮(zhèn)化對(duì)農(nóng)村要素配置所產(chǎn)生的促進(jìn)作用，引領(lǐng)農(nóng)業(yè)發(fā)展由要素驅(qū)動(dòng)向技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)變，進(jìn)而提高農(nóng)業(yè)的全要素生產(chǎn)率，并縮小其區(qū)域差異。

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